我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性研究

張 強(qiáng)，趙繼鴻

（湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，長(zhǎng)沙 410079）

0 引言

以2008年全球性金融危機(jī)為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了由經(jīng)濟(jì)繁榮、過(guò)熱向經(jīng)濟(jì)下降、衰退進(jìn)而逐步反彈、回升的明顯轉(zhuǎn)變，鑒于此，我國(guó)政府適時(shí)提出并實(shí)行了緊縮性、適度寬松性以及穩(wěn)健性的反周期貨幣政策操作。2005～2007年間我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐步繁榮，并出現(xiàn)過(guò)熱趨勢(shì)，相應(yīng)地，我國(guó)央行實(shí)施了一系列緊縮性的貨幣政策，逐步上調(diào)一年期存款利率水平，由2005年初的2.25%上調(diào)至2007年底的4.14%，上調(diào)幅度接近一倍。而在2008年下半年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)在全球金融危機(jī)的沖擊下迅速放緩增長(zhǎng)速度，為應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退，政府適時(shí)提出適度寬松的貨幣政策，連續(xù)五次下調(diào)利率水平，四次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，至2009年底我國(guó)經(jīng)濟(jì)基本走出金融危機(jī)的陰影，并于2010年穩(wěn)步回升。與此同時(shí)，通貨膨脹的壓力逐漸顯現(xiàn)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）于2009年11月由負(fù)轉(zhuǎn)正之后迅速攀升，至2010年11月漲副達(dá)5.1%。為積極穩(wěn)妥地處理好穩(wěn)增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)、控通脹、防風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，中央提出2011年將實(shí)行穩(wěn)健的貨幣政策，進(jìn)一步收緊銀根。到2012年底我國(guó)貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模增速進(jìn)一步回落，在保持經(jīng)濟(jì)增速7.8%的前提下，CPI由2011年9月的5.7%下降到2.6%，穩(wěn)健性貨幣政策初見成效。

這種較短時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)局勢(shì)和貨幣政策方向的大幅度轉(zhuǎn)變?yōu)轵?yàn)證我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)提供了良好的契機(jī)。目前國(guó)內(nèi)學(xué)者大都借鑒Cover(1992)的研究方法，將貨幣供給的沖擊分解為正向與負(fù)向沖擊序列，以此來(lái)模擬貨幣供應(yīng)量的增減，鮮有學(xué)者直接結(jié)合實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期的不同階段來(lái)驗(yàn)證貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性。因此，本文重點(diǎn)基于全球金融危機(jī)前后我國(guó)貨幣政策截然不同的三種反周期性選擇，擬結(jié)合實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期的三個(gè)不同階段，實(shí)證考察我國(guó)擴(kuò)張性和緊縮性貨幣政策間的非對(duì)稱效應(yīng)。

1 變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文主要基于全球性金融危機(jī)前后我國(guó)貨幣政策截然不同的反周期性選擇，結(jié)合經(jīng)濟(jì)周期的不同階段，實(shí)證考察我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱性效應(yīng)。實(shí)證變量的選擇必須遵從以下的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)理：央行依據(jù)國(guó)家宏觀調(diào)控目標(biāo)，首先運(yùn)用公開市場(chǎng)操作等操作工具來(lái)調(diào)整貨幣政策的中介目標(biāo)，進(jìn)而通過(guò)貨幣渠道和信貸渠道來(lái)調(diào)節(jié)貨幣政策的最終目標(biāo)。我國(guó)在這次全球金融危機(jī)前后所制定的貨幣政策最終目標(biāo)側(cè)重于穩(wěn)定物價(jià)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。鑒于此，本文在實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)時(shí)，從貨幣渠道和信貸渠道兩個(gè)傳導(dǎo)渠道分別實(shí)施檢驗(yàn)過(guò)程。

為全面考察金融危機(jī)前后我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)，本文采用貨幣政策的三個(gè)中介目標(biāo)，即貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率M2、利率R和信貸規(guī)模增長(zhǎng)率CR，作為貨幣政策的代表變量。其中貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和利率代表貨幣渠道的中介變量，信貸規(guī)模增長(zhǎng)率代表信貸渠道的中介變量。同時(shí)將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代表變量，將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI作為物價(jià)穩(wěn)定的代表變量。

本文基于危機(jī)前后我國(guó)先后采取的緊縮、適度擴(kuò)張以及穩(wěn)健的貨幣政策操作，相應(yīng)選取危機(jī)前、危機(jī)中以及危機(jī)后三組樣本區(qū)間，即分別選取2005年1月至2008年8月、2008年9月至2010年12月、2011年1月至2012年12月三組月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站以及銳思數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)五個(gè)變量的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行基本統(tǒng)計(jì)分析，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在實(shí)施實(shí)證檢驗(yàn)前，需對(duì)原始樣本數(shù)據(jù)作如下處理：其一，本文使用的利率是一年期定期存款利率，央行依據(jù)宏觀調(diào)控目標(biāo)先后多次調(diào)整存貸款利率，因此需對(duì)有變動(dòng)月度的利率進(jìn)行變換，變換為以實(shí)際天數(shù)為權(quán)數(shù)的加權(quán)平均月度值。其二，由于搜集到的原始GDP、M2、CR數(shù)據(jù)均為名義數(shù)據(jù)，為消除價(jià)格因素需將原始數(shù)據(jù)除以GDP平減指數(shù)，進(jìn)而得到對(duì)應(yīng)的可比價(jià)數(shù)據(jù)，以增強(qiáng)實(shí)證檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性。其三，權(quán)威部門公布的貨幣供應(yīng)量M2和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI是月度數(shù)據(jù)，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率GDP僅公布季度數(shù)據(jù)，鑒于季度數(shù)據(jù)逐月變化情況不大，故首先利用移動(dòng)平均比率法對(duì)實(shí)際GDP進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后再采用簡(jiǎn)單平均內(nèi)插法求GDP的月度增長(zhǎng)率。其四，為消除各個(gè)變量的時(shí)間序列可能存在的異方差，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，分別表示為L(zhǎng)nM2、LnR、LnCR、LnGDP、LnCPI。本文所有計(jì)量分析工作均由Eviews 6.0軟件完成。

2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須首先檢驗(yàn)各個(gè)變量危機(jī)前、危機(jī)中、危機(jī)后的三組時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文采用增廣的迪基-福勒方法即單位根ADF方法對(duì)五個(gè)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并采用AIC和SC最小準(zhǔn)則來(lái)確定時(shí)間序列的最佳滯后期，因篇幅限制，僅列出危機(jī)中時(shí)間序列的的檢驗(yàn)結(jié)果，如表2所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，五個(gè)變量的三組原序列均接受原假設(shè)，表現(xiàn)為非平穩(wěn)序列。但五個(gè)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)一階差分后，其ADF檢驗(yàn)值均小于臨界值，即拒絕原假設(shè)，表現(xiàn)為一階單整的平穩(wěn)序列，因此符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整方程回歸。

表2 危機(jī)中相關(guān)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3 實(shí)證檢驗(yàn)

基于上步驟的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，分別將中介目標(biāo)變量作為解釋變量，將最終目標(biāo)變量作為被解釋變量建立長(zhǎng)期協(xié)整方程，選擇最優(yōu)滯后期，進(jìn)行最小二乘估計(jì)，同時(shí)采用廣義差分法消除模型的自相關(guān)，得到危機(jī)前、危機(jī)中、危機(jī)后三組長(zhǎng)期均衡關(guān)系的協(xié)整方程回歸結(jié)果，見表3至表5。

表4 危機(jī)中相應(yīng)變量的協(xié)整方程回歸結(jié)果

表5 危機(jī)后相應(yīng)變量的協(xié)整方程回歸結(jié)果

由協(xié)整方程回歸結(jié)果可見，三組數(shù)據(jù)的協(xié)整方程系數(shù)估計(jì)均為顯著，且經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，協(xié)整方程的殘差均為5%顯著性水平下的平穩(wěn)序列，因此金融危機(jī)前中后變量的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系均成立，中介目標(biāo)變量與最終目標(biāo)變量之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。然而，從短期來(lái)看，又可能出現(xiàn)失衡狀態(tài)，為增強(qiáng)實(shí)證檢驗(yàn)的精準(zhǔn)度，本文進(jìn)一步建立了誤差修正模型，以分析各經(jīng)濟(jì)變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。該誤差修正模型中的被解釋變量為協(xié)整方程中被解釋變量的一階差分，解釋變量為協(xié)整方程中解釋變量的差分序列以及長(zhǎng)期均衡方程的誤差項(xiàng)。篩選滯后項(xiàng)，得到短期誤差修正模型的最優(yōu)估計(jì)結(jié)果，見表6。

表6 變量的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

為進(jìn)一步證實(shí)協(xié)整回歸的結(jié)論，系統(tǒng)分析貨幣政策與國(guó)民產(chǎn)值、物價(jià)指數(shù)之間的先行、滯后關(guān)系，本文對(duì)金融危機(jī)前后的變量進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)AIC和SC原則，滯后期同樣選擇為1，僅列危機(jī)后檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

表7 危機(jī)后變量的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

4 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)上述長(zhǎng)期協(xié)整方程、短期誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論。

第一，在中長(zhǎng)期內(nèi)貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)存在非對(duì)稱性。表3至表5顯示，就經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言，金融危機(jī)發(fā)生前中后三個(gè)階段，貨幣渠道的貨幣供應(yīng)量和利率以及信貸渠道的信貸規(guī)模對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響均是顯著的，但信貸規(guī)模對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響存在5期的滯后，且除利率對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈負(fù)向影響外，其他兩個(gè)變量均呈正向影響。金融危機(jī)前，當(dāng)貨幣供應(yīng)量下降1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.475%；當(dāng)利率上調(diào)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.823%。當(dāng)信貸規(guī)模下降1%，五期后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.341%。同樣分析危機(jī)時(shí)期和危機(jī)后的實(shí)證結(jié)果并將三個(gè)階段進(jìn)行對(duì)比后發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)前三個(gè)變量的系數(shù)明顯大于金融危機(jī)時(shí)期，金融危機(jī)后的變量系數(shù)小于危機(jī)前而大于危機(jī)時(shí)期，處于居中地位。這從一定程度上說(shuō)明，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的三個(gè)階段中，金融危機(jī)前緊縮性貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)最大，危機(jī)時(shí)期適度寬松貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)最小，而危機(jī)后穩(wěn)健性貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)居中。

第二，在中長(zhǎng)期內(nèi)貨幣政策的物價(jià)效應(yīng)也存在非對(duì)稱性。就物價(jià)穩(wěn)定而言，金融危機(jī)發(fā)生前中后三個(gè)階段，貨幣渠道的貨幣供應(yīng)量和利率以及信貸渠道的信貸規(guī)模對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響均顯著，且三個(gè)中介變量對(duì)物價(jià)均呈現(xiàn)負(fù)向影響，也就是說(shuō)，按照貨幣政策宏觀調(diào)控目標(biāo)調(diào)整利率可以在一定程度上起到穩(wěn)定物價(jià)的作用，但相應(yīng)調(diào)整貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模有可能使物價(jià)惡化，這可能與貨幣政策傳導(dǎo)的滯后性有關(guān)。表3至表5中各個(gè)中介變量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的回歸系數(shù)同樣代表了其對(duì)物價(jià)的影響方向和強(qiáng)度。對(duì)比三個(gè)階段的變量系數(shù)發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)前貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模對(duì)物價(jià)的惡化程度明顯小于金融危機(jī)時(shí)期，且危機(jī)前利率對(duì)物價(jià)的穩(wěn)定作用顯著大于危機(jī)時(shí)期，而金融危機(jī)后貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模對(duì)物價(jià)的惡化程度以及利率對(duì)物價(jià)的穩(wěn)定程度均處于居中地位。這表明金融危機(jī)前緊縮性貨幣政策對(duì)我國(guó)物價(jià)穩(wěn)定的影響強(qiáng)度要明顯大于金融危機(jī)時(shí)期的適度寬松貨幣政策，而金融危機(jī)后實(shí)施的穩(wěn)健性貨幣政策的物價(jià)效應(yīng)同樣居中。

第三，貨幣政策的產(chǎn)出效應(yīng)和物價(jià)效應(yīng)在短期也存在非對(duì)稱性。誤差修正模型殘差項(xiàng)μt-1的估計(jì)系數(shù)表示貨幣政策對(duì)最終目標(biāo)變量前一期偏離的修正強(qiáng)度。金融危機(jī)前國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的修正模型殘差項(xiàng)μt-1估計(jì)系數(shù)分別為-0.386和-0.631，負(fù)號(hào)表明當(dāng)最終目標(biāo)變量偏離均衡水平時(shí)，貨幣政策會(huì)對(duì)偏離進(jìn)行相反方向的調(diào)整，從而實(shí)現(xiàn)系統(tǒng)的長(zhǎng)期均衡，修正強(qiáng)度分別為38.6%和63.1%。對(duì)比金融危機(jī)時(shí)期的殘差項(xiàng)μt-1估計(jì)系數(shù)（-0.271和-0.494）和危機(jī)后的估計(jì)系數(shù)（-0.304和-0.589）發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)時(shí)期的適度寬松貨幣政策對(duì)最終目標(biāo)變量的修正強(qiáng)度稍小于危機(jī)后的穩(wěn)健性貨幣政策，但明顯小于危機(jī)前的緊縮性貨幣政策，同樣顯現(xiàn)出我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。

第四，Granger因果關(guān)系P值從另一個(gè)角度反映出我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。在因果檢驗(yàn)中P值的另一個(gè)作用是判斷自變量預(yù)測(cè)因變量能力的強(qiáng)弱，P值越小代表自變量預(yù)測(cè)因變量的能力越強(qiáng)。單就金融危機(jī)后來(lái)看，貨幣供應(yīng)量、利率對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的Granger因果關(guān)系P值小于信貸規(guī)模，說(shuō)明金融危機(jī)前貨幣政策的貨幣傳導(dǎo)渠道對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度要大于信貸渠道。但就穩(wěn)定物價(jià)來(lái)看，盡管貨幣供應(yīng)量、利率和信貸規(guī)模都是物價(jià)指數(shù)的單向Granger原因，但是貨幣政策的貨幣渠道與信貸渠道之間不存在明顯的優(yōu)劣趨勢(shì)。盡管如此，與金融危機(jī)前和危機(jī)時(shí)期的實(shí)證結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)后的Granger因果關(guān)系P值稍微小于金融危機(jī)時(shí)期，而金融危機(jī)時(shí)期的P值明顯大于危機(jī)前。這也從另一個(gè)角度說(shuō)明危機(jī)后穩(wěn)健性貨幣政策的效應(yīng)處于居中地位，其稍遜于危機(jī)前的緊縮性貨幣政策，但優(yōu)于危機(jī)時(shí)期的適度寬松貨幣政策。

5 結(jié)論

在金融危機(jī)背景下，鑒于我國(guó)在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段分別采取的緊縮、適度寬松以及穩(wěn)健的貨幣政策，本文相應(yīng)選取危機(jī)前（2005年1月至2008年8月）、危機(jī)中（2008年9月至2010年12月）以及危機(jī)后（2011年1月至2012年12月）三組樣本區(qū)間，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性進(jìn)行實(shí)證分析。文章分別從長(zhǎng)期均衡關(guān)系的協(xié)整方程變量系數(shù)、短期誤差修正模型的殘差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)以及Granger因果關(guān)系P值三個(gè)方面驗(yàn)證了金融危機(jī)背景下我國(guó)貨幣政策在短期和中長(zhǎng)期均存在非對(duì)稱效應(yīng)，即存在緊縮性貨幣政策效應(yīng)明顯優(yōu)于適度寬松貨幣政策、穩(wěn)健貨幣政策效應(yīng)居中的現(xiàn)象，也即所謂的“剎車容易啟動(dòng)難”效應(yīng)。

盡管如此，我國(guó)貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)相對(duì)較弱。譬如，我國(guó)2008年金融危機(jī)之前實(shí)施的緊縮性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)過(guò)熱起到了一定的平抑作用，但其顯著性明顯不強(qiáng)；且這一時(shí)期物價(jià)指數(shù)持續(xù)上升，2007年甚至急劇上升到4.8%，貨幣政策對(duì)物價(jià)的調(diào)控也未達(dá)到預(yù)期，這說(shuō)明當(dāng)期緊縮性貨幣政策下沒有出現(xiàn)顯著的“剎車易”局面。金融危機(jī)之后，我國(guó)適時(shí)實(shí)行的寬松性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用也不明顯，盡管流通中的貨幣顯著增加，但限于國(guó)民收入水平和消費(fèi)水平的下降，當(dāng)期物價(jià)未升反降，貨幣政策的調(diào)控存在明顯的滯后性，我國(guó)經(jīng)濟(jì)于2011年出現(xiàn)輕度滯脹，CPI一度攀升到6%的高位狀態(tài)，更增加了宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控的難度。

[1]Cover,James Peery.A Symmetric Effects of Positive and Negative Money-Supply Shocks[J].Quarterly Journal of Economics,1992，（3）.

[2]Ahmed,H.，D.Pami.Effects of Monetary Variables on Real Output:Sensitivity Analysis[J].Applied Economics Letter,2000，（8）.

[3]Karras,G.Why are the Output Effects of Monetary Policy Asymmetric?Convex Aggregate Supply or‘Pushing on a String,?[J].Journal of Macroeconomics,1996,(18).

[4]Karras,G.Are the Output Effects of Monetary Policy Asymmetric?Evidence from Sample of European Countries[J].Oxford Bulletin of Economies and Statistics,1996，58（2）.

[5]Senda,Takashi.Asymmetric Effects of Money Supply Shocks and Trend Inflation[J].Journal of Money,Credit and Banking,2001,33(1).

[6]王文靜.貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2012,(14).

[7]曹永琴,李澤祥.貨幣政策非對(duì)稱性效應(yīng)的形成機(jī)理研究[J].金融研究,2007,(3).

[8]趙進(jìn)文,閔捷.央行貨幣政策操作效果非對(duì)稱性實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,(2).

[9]劉明.信貸配給與貨幣政策效果非對(duì)稱性及“閥值效應(yīng)”分析[J].金融研究,2006,(2).